一、引言

改革开放以来我国实现了“迄今人类历史上最快速度的大规模减贫”政策目标。按照2010年价格计算的农民年人均纯收入2300元的贫困标准，1978年至2016年间，农村贫困人口从7.7亿人锐减至4335万人，贫困人口减少比例为94.4%。但是，城乡贫富差距悬殊、收入分布不均、分配格局僵化仍然是我国面临的重要难题。通常国际上利用基尼系数和泰尔指数等指标来衡量一国收入分配不均等程度^①，但是，基尼系数或泰尔指数是衡量收入分配公平与否的静态指标，不能全面反映特定收入阶层经历了一段时间的变化以后其所拥有的收入份额或所在收入阶层发生变化的程度。基于此，上个世纪六十年代起，有些学者利用收入流动性这一指标研究收入分布动态均衡问题。那么，何为收入流动性？不同个体的收入流动状况受哪些因素的影响？税收等政府调节收入分配的政策手段怎样作用于收入流动性？

① 据我国官方公布的统计资料，2003年到2016年间我国基尼系数一直超过0.4的贫富差距国际警戒线。2016年我国基尼系数为0.465，比2015年增加了0.003，未能维持自2009年以来基尼系数“7连降”的良好态势。

收入流动性这一概念起源于社会学。经济学中的收入流动性是指某个特定的收入阶层群体在经过了一段时间的变化后，其所拥有的收入份额或者所在的收入阶层发生的变化。研究收入流动性对于均衡跨期收入分布、促进社会稳定和协调发展具有重要意义。首先，这一概念拓展了收入分配的研究范畴，创新了传统研究范式，弥补了基尼系数、泰尔指数等静态收入分配指标不能有效反映整个生命周期内收入分布动态变动状况的缺陷。其次，收入流动性的研究对于“公平”注入了更加深刻而精准的内涵，即所谓的公平不仅仅是体现在贫富差距的高低，而且应更多体现收入分配机制本身是否存在足够的实现从贫到富的机会方面(Hertz，2006)。

西方学者从20世纪60年代开始研究收入流动性。早期的收入流动性研究主要从社会流动性概念的角度来衡量资本主义和非资本主义制度之间的社会公平性，如Friedman在1962年的研究成果。此后，Boudon、Bibby、Bartholomeus等学者分别在1973、1975和1978年关注收入流动性概念的界定。由于观察的角度不同，每个学者对收入流动性含义的理解及研究方法都有着显著差异(Fieldsand Ok，1996)。20世纪90年代到目前为止，针对发达国家收入流动性的国别研究以及欧洲地区和美国之间、欧洲内部各国之间、拉美国家间收入流动性的国际比较文章较为普遍。国别研究中具有代表性的是Lee & Solon(2009)对美国的研究等, 国际比较中包括Jenkins et al.(2006)对美国和德国之间、Fields et al.(2006, 2015)对拉美国家的比较研究是典型代表。除此之外，有些学者也逐渐将研究视角转移到了收入流动性的影响因素分析层面。例如，Atkinson(2005)在研究中表明，所得税或财政转移支付是影响收入流动性的重要因素，如果没有考虑这些因素的话会制约最终结论的可靠性。但是，现阶段对这一领域的研究可谓凤毛麟角。

近十多年来，国内学者开始关注我国农村和城镇地区居民收入流动性的测算问题。例如，王海港(2005)、权衡(2005, 2015)、孙文凯等(2007)、张立冬等(2009)、王朝明等(2008b)、王洪亮(2009, 2010)、穆怀中、范洪敏(2015)。章奇等(2007)在衡量我国农村居民收入流动性的基础上，进一步研究了影响农村居民收入流动的因素，其中农民的杂费负担会显著增加收入发生向下流动的可能性，但是将农民的税收负担也计入杂费负担以后重新进行回归时的变量系数却不显著。这一结果在一定程度上印证了Tao et al.(2005)的研究结果，即农民的杂费负担而不是农业税是农民税费负担的最主要的组成部分。严斌剑等(2014)通过多种收入流动性指标来衡量农村地区不同收入阶层之间的流动性，并利用实证分析方法探讨了影响农民收入流动性的因素。分析结果表明，在诸多影响因素中税费负担对农村居民收入水平和收入位次变动具有显著影响。

综上，收入流动性是衡量收入分配公平与否的重要指标。税收作为政府调节收入分配的重要政策工具，对收入流动性产生深远影响。已有的研究主要集中于利用各类指标来测算农村居民整体收入流动性，而研究我国农村地区收入流动性的文章较少，且将农民的税费负担作为关键自变量来分析其对收入流动性作用机理的更为罕见。值得一提的是，我国农村地区从2000年开始实施了具有重大历史意义的农村税费改革试点工作，而这一政策对农村居民收入流动必然产生影响。为了考察农村税费改革前后的政策效应、税费负担及其他经济社会因素对收入流动性的作用机理，本文通过多维收入流动指数测算方法来计算相邻两个季度或年份之间的农村居民人均现金收入的绝对和相对流动规模。在此基础上，利用PSM-DID及工具变量估计等方法考察农村税费改革、税费负担、农民收入来源、结构及劳动力受教育年限等家庭特征变量、人均耕地面积和固定资产投资等地区特征因素对农村居民收入流动性的影响程度。

本文的创新之处主要体现在以下几点。首先，对于收入流动性指标界定和测算方面，引入多维流动性指标体系来探讨各类绝对和相对收入流动指标及其特征。其次，在实证检验方法的选取上，为了有效检验税费改革前后的政策效应、降低模型的内生性，本文利用PSM-DID及工具变量估计方法来进行回归分析，提高了模型结果的可靠性和稳健性。最后，结合实证分析结果，从公共收支政策角度探讨了有效提升农村地区收入流动性的税费制度及公共服务供给体系的完善模式。

二、理论模型及制度现状解析 (一) 理论模型

为了研究税收对收入流动性的作用机理，首先利用持久收入理论(Friedman & Kuznets，1954)以及Galtung(盖尔顿)模型界定收入流动性的含义。持久收入理论将个人i在时间t的收入记为PI_it，假设它由两个部分构成：固定收入成分FI_it和暂时收入成分U_it，其函数表达式为：PI_it=FI_it+U_it。为了进一步刻画两期收入之间动态关系即收入流动性，引入Galtung提出的趋于均值的两期收入回归模型：PI_it=λPI_it－1+U_it。Galtung两期收入模型表明，当期收入受到上一期收入和暂时收入的影响。考虑到暂时收入有一定的随机性，利用随机项V_it来代替暂时收入U_it。此时，当期和上一期的持久收入模型转变为：

$P{{I}_{it}}=F{{I}_{it}}+{{V}_{it}};P{{I}_{it-1}}=F{{I}_{it-1}}+{{V}_{it-1}}$

(1)

此外，假定随机项V_it符合一阶自回归过程：V_it=γV_it－1+U_it。为了获取两期收入的流动规模，在Galtung模型等式两侧同时减去固定收入一阶滞后项PI_it－1，并将此差分记为收入流动性M_it。同时，利用V_it替换U_it，整理后得到如下方程：

${{M}_{it}}=\lambda P{{I}_{it-1}}-P{{I}_{it-1}}+{{V}_{it}}-\alpha {{V}_{it-1}}$

(2)

对于(2)式，利用方程(1)来进一步替换V_it和V_it－1。与此同时，由于政府通过征税的方式介入收入分配过程，政府针对固定收入部分FI_it-1征收税率为t的单一所得税时，收入流动性将受到来自政府税收的影响。加入税收因素后的收入流动性方程如下：

${{M}_{it}}=\left( 1-t \right)\left( 1-\gamma -\lambda \right)\cdot \left[ F{{I}_{it-1}}\cdot \frac{\gamma }{\left( 1-\gamma -\lambda \right)}-P{{I}_{it-1}}\cdot \frac{1}{1\left( 1-t \right)} \right]+{{V}_{it}}$

(3)

由方程(3)可知，如果(γ+λ)小于1，则税收对收入流动性的影响为负，即随着税收额度的增加，收入流动程度降低。相反，(γ+λ)大于1则为正。

(二) 制度现状解析

农村税费改革是继家庭承包经营为核心的农村经营体制改革后的重大变革。2000年安徽作为首个试点省份全面开展了农村税费改革试点工作，随后河北、内蒙古、吉林、黑龙江等其他省份相继进入改革进程。2006年全国取消了农业税，具有2600年历史的农业税在我国历史舞台上彻底消失。

表 1是我国各地区彻底实施取消农村税费改革之前和之后，东、中、西三个地区农村家庭人均现金支出中税费支出所占比重即税费负担的均值和极值的描述性统计情况。从表中可以看出，改革前后各地区税费负担平均值均大幅度下降。变化最为明显的是中部地区。改革前，中部地区税费负担比东部地区高出一倍以上，但是改革之后其税费负担与东部地区基本相同。另外，东部地区个别省份在改革前后、西部地区的西藏在改革后分别出现了税费负担率的最小值为负的现象。从原始样本数据来看，税费负担率的最小值为负的只有辽宁、上海、海南、西藏四个地区共7个季度数据。^①出现这一结果的原因可能是，农村税费改革前后，有些地区出台了“过渡期农村税费改革转移支付办法”及“税费改革资金管理办法”等农村税费改革相关的资金运营管理制度。这些措施在确保农村税费改革资金安全、有效运行的同时，加大了农村地区诸多公共服务的财政补贴投入程度，使得农户获取的财政补贴收益大于税费支出额度。例如。辽宁省财政厅在2003年出台了《辽宁省2003年过渡期农村书费改革转移支付办法》及《辽宁省农村税费改革资金管理办法》，新的措施切实减轻了辽宁地区农民的税费负担，并增加了农民获取的财政补贴数额(如提高了五保户和困难户的补助、独生子女奖励补助、计划生育补助等)。资料来源于辽宁省财政厅“辽财预[2003]635号”、“辽财预(2003)691号”文件。

① 辽宁在2005年12月、2006年12月；上海在2004年12月、2010年12月；海南在2005年9月；西藏在2006年12月、2010年12月出现了税费负担为负的现象。

综上所述，农村税费制度改革有效降低了农民税费支出水平，缓解了农民负担较重问题，对于促进农业和农村经济发展、保持农村社会稳定具有重要作用。与此同时，各地区农村居民税费支出规模及税费政策改革直接影响家庭人均收入水平，进而改变地区间收入流动的方向和程度，对均衡农村居民区域收入分布起到重要作用。

三、数据、模型与研究方法 (一) 数据说明

本文利用的数据包括我国31个省份季度和年度相关经济社会数据。季度数据主要用于绝对收入流动性为被解释变量的实证分析，年度数据则用来进行相对位次收入流动性为被解释变量的实证模型检验。各地区各类指标数据来源于Wind资讯宏观经济季度数据库、国务院发展研究中心信息网和中国宏观经济信息网的季度和年度数据库、国家统计局住户调查办公室和农村社会经济调查司等数据库获取和整理相关数据。本文选取的现金收入、工资收入、现金支出及税费支出等核心变量的时间跨度为2001年第一季度至2013年第四季度(个别指标还涉及到2000年及更早年份、2014年和2015年的数据)。

(二) 模型与变量说明

各地区农村居民收入水平大致受到两大因素的影响，一是家庭特征因素，二是地区经济特征因素。基于此，本文选取的家庭特征相关变量为工资收入占纯收入比重、外出从业收入占工资收入比重、税费支出占家庭总支出比重、劳动力受教育年限、各类文化程度家庭人口占家庭劳动力比重等，地区经济特征相关变量为第二产业(或第三产业)增加值占地区生产总值比重、非农人口占地区总人口比重、收入位次排序等。如前所述，我国个别省份部分地区从上个世纪90年代末期开始尝试实施取消农业税费改革，因此农业税费改革对收入流动性的影响可以通过DID方法进行分析(周黎安、陈烨，2005)。基准回归模型设定为如下形式：

$mobilit{{y}_{it}}={{c}_{0}}+{{\lambda }_{1}}{{Y}_{2005}}+{{\lambda }_{2}}polic{{y}_{it}}+{{\lambda }_{3}}DID+{{\lambda }_{4}}taxbu{{r}_{it}}+{{\beta }_{1}}{{X}_{it}}+{{\beta }_{2}}{{Z}_{it}}+{{\alpha }_{i}}+{{\mu }_{it}}$

(4)

被解释变量mobility_it代表绝对收入流动性。本文利用期末和期初农村居民家庭人均现金收入差额或现金收入取对数以后的差额等多维指标体系来界定这一指标。计算收入流动性时使用的方法主要有mobility_it=|y_i¹－y_i⁰ |和mobility_it=|lny_i¹－lny_i⁰|，前者为非方向性收入流动，后者为非方向性对数收入流动。若不取绝对值，则成为方向性收入流动和方向性对数收入流动。另外，为了体现收入流动的相对性，在绝对收入流动指标基础上，进一步探讨因省际间各年收入位次变动而带来的相对收入流动程度。本文结合Fields et al.(2006)及王洪亮等(2010)的研究结果，选取的两期收入位次变动指标为：$M=\frac{\sum\limits_{i=1}^{n}{\left| {{q}_{i,t}}-{{q}_{i,t-1}} \right|}}{\left( {{n}^{2}}-1 \right)/2}$。其中q_{i, t}和q_{i, t-1}分别表示i省份收入由低到高排序后期末和期初收入位次，n为省份个数，M则表示全国所有省份的两期收入位次变动指数。此时，第k个省份的收入位次流动性可以分解为${{M}_{k}}=\frac{\left| {{q}_{k,t}}-{{q}_{k,t-1}} \right|}{\left( {{n}^{2}}-1 \right)/2}$。^①本文在实证分析的进一步讨论中详细分析收入位次流动这一相对指标与税费负担之间的内在关系。

① 此公式为当省份个数n为奇数时使用，假设省份个数为偶数，则收入位次流动公式为${{M}_{k}}=\frac{\left| {{q}_{k,t}}-{{q}_{k,t-1}} \right|}{{{n}^{2}}/2}$。

taxbur_it是本文的核心变量——税费支出负担率。本文利用农村居民人均税费支出占家庭人均总支出的比重来代表此变量。Y₂₀₀₅是政策改革的时间变量，2005年落实农业税费政策取1，否则取0。policy_it用以区分实验组和对照组，若某一地区实施了取消农业税费的改革则取值为1，否则为0。DID是Y₂₀₀₅和policy_it交互项，用来考察政策实施效果。

控制变量中，X_it反映家庭特征，包括工资收入比重、外出从业收入比重等代表农村居民收入结构的变量；人均耕地面积、人均生产性固定资产原值等代表农村居民家庭资产规模的变量；农村劳动力人均受教育年限^②、高中、大专及以上文化程度人口分别占家庭劳动力的比重。需要进一步说明的是，为了削弱工资收入比重与流动性之间的内生性，本文采用工具变量法来估计工资收入比重后再进入模型进行检验。Z_it是反映地区经济特征的控制变量，本文选取第二产业(或第三产业)收入占地区生产总值的比重、乡村人口占地区总人口比重、地区收入位次、是否取消了农业税等因素来代表地区经济发展程度及其特征。α_i和μ_i分别表示地区虚拟变量和扰动项。各变量的描述性统计如表 2所示。

② 农村劳动力人均受教育年限由以下方法计算：文盲人口的受教育年数为0年，小学文化程度劳动力的受教育年数为6年，初中文化程度劳动力的受教育年数为9年，高中文化程度劳动力的受教育年数为12年，大学及以上文化程度劳动力的受教育年数为18年。同时，根据各文化程度人口占总人口的比重，将不同文化层次劳动力的教育年数进行加权平均后取得人均受教育程度。

(三) 研究方法

本文选择双重差分倾向得分匹配法(PSM—DID)进行实证检验，这一方法能够有效缓解研究中的内生性问题。由于取消农业税费的政策改革是外生性的决策过程，因此满足双重差分估计中解释变量满足外生性的前提条件。需要注意的是，各个省份是否取消农业税依赖于每个省市的具体情况，容易出现选择性样本偏移，从而无法满足处理组和控制组的共同趋势假设这一DID方法运用前提。为了解决这一问题，本文进一步引入倾向得分匹配PSM的思想(Heckman et al., 1998; 刘瑞明等, 2015)，利用PSM=prob{policy_it=1|X, Z}来表示各个省份取消农业税的概率，通过匹配最相近的样本来解决选择性样本偏移误差，降低DID估计的偏误。此外，由于本文的样本数据为面板数据，组间差分能够消除非观测效应。可见，基于面板数据的PSM—DID模型在削弱内生性的同时，可以有效度量农业税费改革对农村地区现金收入流动性的影响。以相对收入流动为被解释变量的实证检验中本文则利用稳健标准误下的面板固定效应模型进行检验，从而提高研究结果的可靠性。

另外，为了有效削弱内生性，本文利用工具变量估计法进行变量估计，即利用家庭及地区经济特征变量、农村居民人均住房面积等指标作为工具变量对税费负担率进行估计后，再将这一估计值放入模型进行实证检验。

四、实证检验 (一) 基准回归分析

表 3基准回归中的被解释变量为非方向性绝对收入流动。四个回归方程中各个变量系数的回归结果几乎一致，且四个方程的DID(政策变量和组变量的交互项)系数显著为正，均通过了5%的显著性检验，表明实施农村税费改革的地区有效提高了农村家庭人均现金收入流动程度。

税费负担率的回归系数均在1%的水平上显著为负。可见，从全国平均水平而言，降低税费负担率将有效增加各地区的农村居民非方向性收入流动程度。出现这一结果的可能原因是，降低农村居民税费支出规模能够切实减轻税费支出占家庭人均现金支出的比重，提振农村居民的劳动积极性(万齐云等，2005)，从而增强农村居民收入水平及收入流动性。

家庭特征变量中，工资收入占现金收入的比重对收入流动性显著为负，表明降低工资收入在全部收入来源中的比重将有利于提高农村居民的收入流动程度。值得一提的是，全部工资性收入中外出从业收入比重如果增加的话，反而会降低收入流动性。导致外出从业收入比重增加会减少地区收入流动性的原因可能是由我国外出务工农民工中跨省务工人员较多而引起的。2016发布的《农民工监测调查报告》^①中指出，2015年我国农民工总量中外出农民工为16884万人，占农民工总量的61%，外出农民工中跨省流动农民工为7745万人，占全部外出农民工的46%，省内流动农民工为54%。可见，从全国平均指标而言，农民工跨省从事非农生产的规模较大，而在中部和西部经济欠发达地区，劳动力跨省流动的现象更为普遍(中部和西部地区跨省农民工比重分别为61.1%、53.5%)。当某一地区农民工资收入中外出务工获取的工资部分较多时，短期内可以增加外出务工农民及家庭的收入并带动劳动力输出地的经济发展。但从较长时期而言，过多的农村劳动力转移会影响农民户籍所在地的生产经营和经济社会发展，从而不利于提升当地(尤其是落后地区)人均纯收入的绝对流动性。此外，各地区农村居民人均耕地面积的对数为负，但并不显著；人均生产性固定资产原值的对数为正且非常显著，表明拥有较多固定资产的家庭其收入流动性较强，这是因为生产性固定资产的财富效应要大于银行储蓄和住宅资产(虞斌，2014)。

① 资料来源于2016年4月28日国家统计局发布的信息。

地区经济特征变量中，提高第二产业增加值占地区生产总值的比重可以显著增加居民收入流动程度。乡村人口比重对收入流动性的影响也显著为负，表明乡村人口比重越大的地区其农村居民收入流动性越低。各地区农村家庭劳动力中，大专及以上人口占劳动力比重的系数显著为正，表明大专及以上人口比重的增加能够明显改善收入流动幅度。但是，高中人口比重的提高不会增强收入流动程度。究其原因是20世纪80年代到2010年间，我国大学本科教育和专科教育的回报率都保持了较为快速的增长势头，高等教育对于个人而言是一项越来越有价值的投资项目(刘泽云，2015)，对于提升收入流动起到了重要作用。此外，人均生产性固定资产原值增长能够显著提高收入流动性，而扩大人均耕地面积则会降低收入流动性。农村居民收入流动性在不同收入组别的地区之间以及东中西部之间存在较大的异质性。各地区农村居民现金收入由低到高排序后的四分位数变量的系数表明，中位数地区的农村居民收入流动性最高，位于前25%分位的地区收入流动性最低。此外，东部地区的收入流动性也明显大于中部地区。

(二) 税收对收入流动性作用机理的进一步讨论 1. 税费负担与绝对收入流动性之间的非线性关系检验

通过上述基准回归结果可知，税费负担对收入流动性产生负向效应。但是，税费负担对收入流动性的影响会不会存在一个拐点而发生逆转？即两者的线性关系有可能会被U型或倒U型关系所取代。为了验证税费负担与收入流动性之间是否存在非线性关系，我们在上述线性模型基础上进一步引入税费负担的平方项。

从表 4的回归结果来看，税费负担率和收入流动性之间的倒U型关系非常显著。以模型3为例，实施了农业税改革以后，税费负担率大约为0.167%时，收入流动性最高；税费负担小于0.167%时，随着税费负担的增加收入流动性提高；一旦超过0.167%这一关键截点以后，进一步增加税费负担，收入流动性开始下降。出现这一结果的原因可能是在税费负担水平处于较低水平时，适度增加税费负担不会对劳动积极性产生较大负面影响，且有利于农村地区政府开展转移支付进行收入均等化改革。若税费负担处于较高水平区间时，进一步增加税费负担将减少劳动边际收益，劳动和闲暇的相对价格发生变化，从而产生替代效应，并降低农村居民收入水平及收入流动程度(Stiglitz，2013)。从本文的税费负担样本数据来看，2006年全面实施农村税费改革以后，全国平均的税费负担水平为0.162%，比2001年至2005年彻底落实农业税改革前的1.252%的平均水平降低了约6倍，且大致等于0.167%的顶点值。因此，改革以后的农村居民税费负担水平与收入流动性之间是最佳组合状态。这表明，2006年至2013年的税费制度体系为确保较高的农村居民收入流动性提供了有利的政策环境。另外，地区是否取消农业税费和税费负担率的交互项显著为正，这表明平均而言取消农业税费制度的地区收入流动性显著高于没有取消的地区。

2. 税费负担对相对位次收入流动性的作用机理分析

除了绝对收入流动性以外，为了进一步检验税费负担对各地区农村居民相对收入流动性的作用机理，本文利用地区之间位次收入流动指标来探讨税费负担的变动与相对位次收入流动的内在联系(想对收入位次流动指标参见第三部分的变量说明)。与以季度为单位的收入位次变动相比，各省份年度收入位次变动程度较为明显且存在较大差异性，因此这一部分的研究利用年度数据展开(参见表 5)。从表 5的回归结果可知，税费支出负担的变动对相对位次流动的影响虽然显著为正，但回归系数较小，表明农村居民税费支出的变动对收入相对位次流动的影响较弱。此外，交互项的系数没有通过显著性检验，这意味着农村税费改革前后税费负担对农村居民相对位次流动的作用并非明显。

五、稳健性检验

为了进一步提高回归结果的可靠性和稳健性，改变收入流动性的测算方法即利用期末和期初现金收入对数之差的绝对值来代替原先现金收入之差并进行模型的稳健性检验。

从表 6的回归结果来看，取消农业税费的政策改革仍然能够在10%的显著性水平上有效提高农村居民收入流动程度。税费负担对收入流动性的影响呈现出“倒U型”特征，且税费负担与是否取消农业税的政策变量交互项的系数显著为正，表明取消农业税以后的农村税费负担水平有利于增进农村地区收入流动程度。此外，家庭劳动力文化结构等家庭特征变量和地区特征变量的系数、符号与基础回归和进一步讨论中的方程基本一致，表明本文的实证检验结果可靠且稳健。

六、主要结论和政策启示

本文的研究结果表明，农村税费制度改革有效促进了农村居民收入流动程度，减少税费负担能够显著降低农村居民收入流动性，但是税费负担对收入流动性的作用呈现“倒U型”特征。具体而言，当各地区平均税费负担小于0.167%时，随着税费负担的增加，收入流动性适度也增加，因此适度的税费负担能够为政府提供转移支付经费来源，有利于农村地区实施有效的收入再分配政策。税费负担水平约为0.167%时，农村居民收入流动程度和税费负担处于最佳配置状态，但是在这一基础上进一步增加税费负担，将减少劳动的边际收益，产生劳动和闲暇之间的替代效应，从而降低劳动力供给及收入流动水平。代表家庭特征的大专及以上学历的劳动力占家庭总劳动力的比重、人均固定资产原值等因素对收入流动性的影响显著为正，表明提高家庭劳动力中的高等教育人口比重及农村居民财产规模将有利于增强各地区收入流动程度。第二产业占地区生产总值比重有利于提升当地农村居民收入流动程度，而人均耕地面积和乡村人口占地区总人口比重的系数显著为负。

本文的实证分析对于进一步完善农村税费制度及相关政策提供了重要的参考依据。第一，建立健全农民税费负担监管长效机制。巩固和适度调整现有农村税费制度基础上，完善农民负担的监管体系，建立农民负担监管机构，定期调查农民减负政策落实情况，杜绝部分地区巧立名目乱收费、乱罚款以及各种集资、摊派现象的滋生态势，加强农民负担监管工作规范化、制度化和法制化建设。第二，依据农民的收入和支出项目制定财税援助政策。收入方面，各地区可以针对农民的工资收入、外出从业收入给予适当的税收减免援助，或者运用负所得税政策，通过税收形式依率计算，给予低收入者一定金额的补助(也可以采取个人所得税退税政策)由美国当代著名经济学家弗里德曼提出，负所得税就是政府界定出一个最低收入线，然后按一定负所得税税率，对在最低线下的穷人根据他们不同的实际收入，给予一定的补助。。支出方面，对于农民的生产投资制定财政扶持，例如在购买生产性固定资产实施税收减免或补贴等优惠政策。通过上述各项政策安排，切实减轻农民直接税和间接税负担，从而提高可支配收入和地区间农村居民的收入流动性。第三，为农民的学历教育和职业教育提供更多的政策倾斜。政府在各类学历教育中除了九年义务教育以外，应更加注重针对农村户籍人口大专及以上的高层次学历教育的财政投入和扶持力度，规范农村地区义务教育的财政转移支付制度，降低农村地区文盲和半文盲人口的同时，增加农村劳动力的人力资本。同时，通过提倡科技兴农、推广农业新技术和新产品的方式引导和激励农民家庭对子女教育及自身技能培训的投资积极性。第四，积极推进农民耕地的市场化改革，促进耕地的自由流转，适度推进城镇化进程，缩短农村地区以农业为主的传统乡村型社会向以工业(第二产业)和服务业(第三产业)等非农产业为主的现代城市型社会逐渐转变的过程。这些改革对于提高农村居民收入流动性，促进收入分配更加趋于均衡具有重要意义。